董小紅 周雅茹 曾 琦

1 引 言

黨的十九大報告中強調我國社會發(fā)展步入了新時代，不同于之前經(jīng)濟高速增長模式，當前經(jīng)濟發(fā)展速度逐步放緩，受經(jīng)濟轉型升級以及突發(fā)新冠病毒疫情的影響，經(jīng)濟長時間處于低迷狀態(tài)，這對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展提出了前所未有的考驗。不論企業(yè)的經(jīng)營目標是實現(xiàn)企業(yè)價值最大化還是追求每股收益最大化，保證企業(yè)持續(xù)發(fā)展是實現(xiàn)目標的前提條件。持續(xù)經(jīng)營作為會計核算的重要假設之一，表明了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展在會計領域的重要地位（楊旭東等，2018［1］）。

資產(chǎn)配置能力反映了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營能力和資產(chǎn)管理能力，在中國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)、貿易與金融全球化不斷加深的背景下，傳統(tǒng)生產(chǎn)性行業(yè)利潤率和勞動力資本比率不斷下降，大大削弱了企業(yè)對實體經(jīng)濟的投資熱情；反之，企業(yè)投資的熱點領域紛紛轉向股票、債券以及衍生金融產(chǎn)品。萬得統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2018年上半年，超過1000家A股公司購買金融產(chǎn)品，金額高達7500億元，同比增長約25%（牛煜皓和盧闖，2020［2］）。公司將資金投資于金融等收益率高的領域，引起了經(jīng)濟的“脫實向虛”，在宏觀層面上，“脫實向虛”現(xiàn)象表現(xiàn)為非金融企業(yè)減少實體經(jīng)濟投資，將資金投向金融及房地產(chǎn)領域，增加經(jīng)濟泡沫；在微觀層面上，表現(xiàn)為實體企業(yè)提高金融資產(chǎn)配置水平而降低經(jīng)營性資產(chǎn)投資比例。同年12月召開的中央經(jīng)濟工作會議中強調要增強金融為實體經(jīng)濟服務能力，促進金融與實體經(jīng)濟良性循環(huán)?？梢钥闯?，實體經(jīng)濟金融化趨勢可能引發(fā)的系統(tǒng)性風險已經(jīng)受到了政府部門的高度重視，非金融企業(yè)對虛擬經(jīng)濟的偏愛會直接影響資源配置率和投資效率，進而影響企業(yè)持續(xù)經(jīng)營能力。因此，作為宏觀經(jīng)濟的重要組成部分，研究企業(yè)金融化與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的關系對于經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。

不同學者對于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的概念有不同的理解。主要分為兩個層面，一是從企業(yè)自身考慮，二是將企業(yè)可持續(xù)發(fā)展與外部環(huán)境聯(lián)系起來。后者更多地關注生態(tài)環(huán)境，把重點放在企業(yè)對維持生態(tài)環(huán)境的責任方面。復旦大學芮明杰教授在為企業(yè)高管講授企業(yè)發(fā)展時，曾多次強調“企業(yè)可持續(xù)發(fā)展”。他明確指出，企業(yè)可持續(xù)發(fā)展不僅要求企業(yè)今天能夠發(fā)展，還要求企業(yè)明天也能得以發(fā)展。例如，目前許多企業(yè)采取的促銷手段從眼前看能給企業(yè)帶來銷售的增加，但從長期看，這種發(fā)展策略是以犧牲企業(yè)未來發(fā)展為代價的。沒有企業(yè)運營水平的提高為支撐，促銷活動只能是對企業(yè)未來銷售額的透支。類似于這種會給企業(yè)未來發(fā)展設置障礙的短期行為，在企業(yè)的經(jīng)營過程中應予以避免。與之類似，企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平會直接關乎企業(yè)投資效率和資源利用率，與企業(yè)持續(xù)發(fā)展息息相關，如果企業(yè)只注重金融資產(chǎn)短期帶來的金融收益，長期來看不利于企業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展。

芮明杰教授還進一步給出了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的概念，可預期的未來中，企業(yè)能在更大規(guī)模上支配資源，獲取更大的市場份額，取得良好的發(fā)展?；谏鲜龇治?，本文研究的企業(yè)可持續(xù)發(fā)展是指企業(yè)自身持續(xù)經(jīng)營能力水平，主要體現(xiàn)在財務指標上，在指標度量上，采用目前運用較廣泛的范霍恩可持續(xù)增長模型，即從獲利能力、發(fā)展資金的積累、長期償債能力和營運能力等方面構建綜合指標。

企業(yè)可持續(xù)發(fā)展包括了企業(yè)的短期發(fā)展和長期發(fā)展，即企業(yè)既不能片面地追求短期利潤，做出“短視”決策，另一方面，亦不能只注重長遠發(fā)展而忽視了眼前的經(jīng)濟困境和資源約束（杜勇等，2017［3］）。因此企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力與投資金融資產(chǎn)的動機密切相關。有研究指出，華資實業(yè)公司于2006年金融化程度已經(jīng)達到60%，每年在不斷增加，到2016年金融化程度高達78%。從年報數(shù)據(jù)縱向分析可知，企業(yè)經(jīng)營發(fā)展緩慢、盈利能力逐年下降、經(jīng)營風險日益加劇，最終導致實體業(yè)務走向衰亡。由此可見，制造業(yè)企業(yè)過度金融化并不必然為企業(yè)帶來更多的融資機會，反而使其更加注重利用金融投資獲利，不利于企業(yè)實體的長遠發(fā)展。如何實現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，讓金融更好地為實體經(jīng)濟服務，作為上市公司的管理者，不能僅考慮自身發(fā)展，盲目追求短期利益，而應該具備長遠目光，結合企業(yè)戰(zhàn)略目標，努力提高資源配置效率，優(yōu)化資產(chǎn)結構，合理配置金融資產(chǎn)。公司制企業(yè)的代理問題尤為嚴重，因此需要發(fā)揮好公司內部控制的監(jiān)督作用，設計合理且執(zhí)行有效的內部控制機制，能夠防范并識別當前的經(jīng)營風險，優(yōu)化企業(yè)經(jīng)營環(huán)境，有效降低委托代理成本，平衡股東、經(jīng)營者和債權人之間的合法利益，為企業(yè)長期發(fā)展打下堅實的基礎。

本文研究可能有以下貢獻：第一，拓展了企業(yè)金融化經(jīng)濟后果的研究。已有學者對于企業(yè)金融化經(jīng)濟后果的研究集中在經(jīng)營績效、企業(yè)價值等短期層面，鮮有文獻從長遠角度考慮其對可持續(xù)發(fā)展能力的影響；第二，考察了內部控制對企業(yè)金融化與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展之間的調節(jié)作用，為推進內部控制建設提供理論依據(jù)；第三，為促進上市公司可持續(xù)發(fā)展提供理論基礎，為管理者通過合理投資金融資產(chǎn)，提升資產(chǎn)配置效率，促進企業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展提供決策支持。

2 理論基礎與研究假設

2.1 企業(yè)金融化與可持續(xù)發(fā)展能力

學者們關于企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機存在兩種相反的觀點，即“蓄水池”動機和“套利”動機（胡奕明等，2017［4］）。前者類似于預防性儲蓄動機，是指實體企業(yè)將閑置資金投資于金融領域，在提高資產(chǎn)流動性的同時獲取投資收益，當未來主業(yè)投資的資金不足時通過出售金融資產(chǎn)滿足資金需求，從而促進企業(yè)持續(xù)發(fā)展。后者是指實體企業(yè)過度地將資金投資于金融領域，占用了主營業(yè)務發(fā)展所需的資金，削弱了持續(xù)發(fā)展能力。

企業(yè)可持續(xù)發(fā)展包括企業(yè)的短期發(fā)展和長期發(fā)展，即企業(yè)既不能片面地追求短期利潤，做出“短視”決策；另一方面，也不能只注重長遠發(fā)展而忽視了眼前的經(jīng)濟困境和資源約束（杜勇等，2017［3］）。因此企業(yè)可持續(xù)發(fā)展與投資金融資產(chǎn)的動機密切相關。當企業(yè)投資金融資產(chǎn)的動機為“套利”動機時，企業(yè)往往會陷入“投資金融資產(chǎn)——獲得超額收益——投資金融資產(chǎn)”的不良循環(huán)中，這不僅會失去一些投資機會，也會逐漸增加金融資產(chǎn)與實體投資的比例，造成企業(yè)由實轉虛（李順彬和田珺，2019［5］），進而損害了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展；根據(jù)委托代理理論，企業(yè)將資金投資于金融資產(chǎn)以期分享超額收益，這種“套利”行為體現(xiàn)為“擠出”效應。企業(yè)金融化對于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的抑制作用主要體現(xiàn)在：擠占實體投資、加大財務風險、增加審計收費以及損害主業(yè)業(yè)績等方面，進而不利于企業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展。具體而言，Tobin（1965）［6］最早發(fā)現(xiàn)企業(yè)的金融資產(chǎn)投資與其實業(yè)投資存在替代效應，即金融資產(chǎn)配置會對實體投資造成“擠出”效應。Shin（2012）［7］的研究也得出了類似的結論，認為企業(yè)金融化會減少實體資產(chǎn)投資，不利于企業(yè)長期資本的積累。不僅如此，企業(yè)財務風險和審計費用隨企業(yè)金融化程度的加深而顯著提升（黃賢環(huán)等 2018［8］；李馨子等 2019［9］）。在委托代理關系中，由于信息高度不對稱，代理人往往站在自身利益角度選擇投資領域，而委托人為了激勵代理人，通常將企業(yè)業(yè)績水平作為代理人考核的關鍵因素，從短期來看，投資周期短且收益高的金融資產(chǎn)可以提升經(jīng)營業(yè)績，因而，管理者偏好于配置更多的金融資產(chǎn)提升短期業(yè)績。從長期來看，不合理的金融資產(chǎn)配置將有損于企業(yè)未來發(fā)展。已有學者的研究證實了這一點，企業(yè)過度金融化損害了企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績（杜勇等，2017［3］）。

而當企業(yè)投資金融資產(chǎn)的動機為“蓄水池”動機時，通過投資金融資產(chǎn)，企業(yè)可以提高閑置資金的利用效率，為未來的實體投資提供一定的現(xiàn)金流（胡奕明等，2017［4］)，緩解企業(yè)的融資約束，從而促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。當金融發(fā)展水平較低時，外部融資約束程度較強，為避免流動性沖擊造成的資本研發(fā)擠占，此時企業(yè)金融化動機更多表現(xiàn)為預防性動機（彭俞超等，2018［10］）。根據(jù)預防性儲蓄理論，企業(yè)將部分閑置資金投資于金融領域，主要發(fā)揮“蓄水池”作用。企業(yè)金融化對于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的促進作用主要體現(xiàn)在：增加投資實體經(jīng)濟的機會、保證資金用于研發(fā)投入以及提高企業(yè)風險承擔水平等方面。具體而言，當企業(yè)經(jīng)營出現(xiàn)資金不足時，可出售該部分資產(chǎn)來緩解資金壓力，增加實業(yè)投資（Smith和Stulz 1985［11］），削弱外部現(xiàn)金流對實體投資造成的沖擊（Duchin，2010［12］），從長期來看，企業(yè)金融化促進了研發(fā)投入（Brown和Petersen，2011［13］），增強企業(yè)風險承擔能力（黃光明和劉放，2018［14］）?？傊鹑谫Y產(chǎn)配置動機具有一定的“蓄水池”作用，尤其是面臨嚴重融資約束的公司（胡奕明等，2017［4］）。

因此，企業(yè)持有金融資產(chǎn)的比重是企業(yè)投資金融資產(chǎn)動機的直接體現(xiàn)。除此之外，在以往研究的基礎上，部分學者考慮到金融資產(chǎn)的雙重屬性，認為金融化對企業(yè)發(fā)展的影響可能存在非線性關系。如許平祥和李寶偉（2019）［15］以及蔡艷萍和陳浩琦（2019）［16］的研究分別表明企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率之間以及企業(yè)價值之間都呈倒“U”型關系。鄧超等（2019）［17］指出企業(yè)金融化程度與股價崩盤風險存在“U”型關系，在超過拐點時，股價崩盤風險隨金融化程度加深而提高。

通過上述文獻的整理與回顧，可以看出，企業(yè)將閑置資金投資金融領域時可以有效應對未來經(jīng)營不確定性，促進企業(yè)健康發(fā)展；但是企業(yè)過度金融化則會產(chǎn)生“擠出”效應，損害企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展，削弱企業(yè)持續(xù)增長動力。綜上所述，金融資產(chǎn)在合理范圍內的配置更利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，由此提出假設1：

H1：在其他條件一定的情況下，企業(yè)金融化程度與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力呈倒“U”型曲線關系。

2.2 企業(yè)金融化、內部控制與可持續(xù)發(fā)展能力

基于委托代理理論，代理人與委托人的經(jīng)營目標存在差異，考慮到金融資產(chǎn)的特殊性質，代理人更傾向于投資金融資產(chǎn)，但從長期來看，則會加劇企業(yè)金融化程度，導致資產(chǎn)結構失衡，不利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

內部控制制度能夠有效緩解代理沖突，通過事前防范、事中溝通及事后檢查的程序約束管理者的投機行為。原因在于：第一，有效的內部控制能夠通過風險評估事前防范不合理的投資決策。內部控制制度的制定與執(zhí)行涉及眾多主體，不僅包括管理層和治理層，還包括企業(yè)普通員工，其本質是通過對管理者進行激勵和監(jiān)督實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營目標。完整的內部控制體系包括各項決策的制定、實施和監(jiān)督的過程，作為內部控制的關鍵組成要素之一，風險評估能夠在事前有效識別并合理評估企業(yè)面臨的風險水平，為企業(yè)制定各項決策提供風險水平參考，在考慮了風險因素的影響后，降低企業(yè)不合理決策的出現(xiàn)概率；另外，控制活動中的預防性控制也能夠在事前通過授權審批以及不相容職務相分離等制度發(fā)揮監(jiān)督管理者的作用，避免管理層過度配置金融資產(chǎn)。第二，企業(yè)決策的制定與實施過程離不開信息傳遞，決策執(zhí)行的效率與效果依賴于良好的內部控制（Cheng等，2013［18］）。通過信息的及時傳遞與溝通，企業(yè)各級部門及員工才能及時全面地了解企業(yè)各項投資項目的成本與收益，形成全員參與、全員監(jiān)督的控制環(huán)境。有效的內部控制能夠抑制管理層的權利尋租行為，督促管理層更好地履行職責（周美華等，2016［19］）。不僅如此，通過有效的溝通渠道，企業(yè)能夠向債權人、股東等利益相關者傳遞可靠的經(jīng)營信息，防止管理者因機會主義行為做出不合理決策，減少因信息不對稱帶來的道德風險問題。第三，內部控制質量的提升有利于及時反饋決策的實際執(zhí)行情況，通過檢查性控制程序識別缺乏商業(yè)實質的市場交易行為。在日常經(jīng)營過程中，通過建立并執(zhí)行嚴格的檢查性控制程序，有效約束管理者的機會主義傾向，如通過事后檢查以及定期復核相關投資決策流程，提高決策科學性?？傊?，內部控制質量的提升通常會給企業(yè)帶來積極正面的結果（張會麗和吳有紅，2014［20］）。與之相反，當企業(yè)的內部控制制度無法發(fā)揮作用時，可能引起“內部人控制”問題，具有較大權力的管理者在決策時“一言堂”，嚴重危及企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

總之，內部控制質量水平更高的企業(yè)通過一系列制度安排，在規(guī)范企業(yè)內部各職能部門業(yè)務流程運行的同時改善了企業(yè)投資環(huán)境，有效約束管理者的自利行為，提高公司決策的科學性和生產(chǎn)經(jīng)營的穩(wěn)定性，增強企業(yè)風險承擔能力和持續(xù)經(jīng)營能力（楊旭東等，2018［1］），能夠整體上提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。因此，基于上述分析，提出假設2：

H2：在其他條件一定的情況下，內部控制能夠對企業(yè)金融化與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的倒“U”型曲線關系產(chǎn)生調節(jié)效應，表現(xiàn)為使曲線變得更加平緩且整體水平上移。

3 研究設計與模型構建

3.1 樣本與數(shù)據(jù)來源

考慮到2008年全球金融危機的影響，本文選擇我國A股上市公司2010-2019年的數(shù)據(jù)進行研究，為了增強研究結論的可靠性，按下列條件剔除樣本：一是金融、保險及房地產(chǎn)類上市公司；二是ST等特殊處理的公司；三是異常觀測值和數(shù)據(jù)嚴重缺失的樣本，最終獲得12941個樣本觀測值。為了避免結果受極端值影響，本文對所有連續(xù)變量進行1%水平的縮尾處理。研究的財務數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，多元回歸分析使用STATA14.0軟件。

3.2 變量定義及度量

（1）被解釋變量

企業(yè)可持續(xù)發(fā)展（Sus1）。從現(xiàn)有研究來看，用于衡量企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的方式較多，其中希金斯和范霍恩可持續(xù)增長模型的應用更為廣泛，前者雖然簡單便于操作，但未考慮股票增發(fā)因素，與實際環(huán)境不符。因此，參照楊旭東等（2018）［1］的研究，使用范霍恩可持續(xù)發(fā)展模型加以衡量。

（2）解釋變量

企業(yè)金融化（Fin）。借鑒已有研究（Demir 2009［21］；張成思和張步曇 2016［22］）并結合最新企業(yè)會計準則對于金融資產(chǎn)范疇的規(guī)定，采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量企業(yè)金融化程度。其中，金融資產(chǎn)包括貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、債權投資、其他債權投資、長期股權投資、投資性房地產(chǎn)及應收股利和應收利息。為研究企業(yè)過度金融化的影響，加入平方項，用Fin2表示。

（3）調節(jié)變量

內部控制（IC）。借鑒劉浩等（2015）［23］的做法，內部控制用迪博內部控制指數(shù)/1000（IC）來衡量。

（4）控制變量

借鑒現(xiàn)有文獻（楊旭東等，2018［1］），選取以下控制變量：（1）企業(yè)風險（Risk），（2）企業(yè)規(guī)模（Size），（3）企業(yè)成長性（Gro），（4）資產(chǎn)負債率（Lev），（5）上市年限（Age），（6）董事會規(guī)模（DP），（7）監(jiān)事會規(guī)模（JP）。為控制行業(yè)和時間效應，在模型中加入行業(yè)（Ind）和年度（Year）虛擬變量。

表1 變量說明表

3.3 模型構建

為了檢驗假設1，構建式（1），檢驗企業(yè)金融化程度對可持續(xù)發(fā)展能力的影響是否存在拐點。根據(jù)假設1，我們預期α1顯著為正，α2顯著為負。

式中：α0為截距項；α1-α9為回歸系數(shù)；ε為殘差項。

為了檢驗假設2，借鑒已有文獻（朱丹和周守華，2018［24］；溫忠麟等，2005［25］），構建式（2），我們預期β4顯著為正。

式中：β0為截距項；β1-β12為回歸系數(shù)。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

變量的描述性統(tǒng)計分析結果如表2所示，可以看出，企業(yè)可持續(xù)發(fā)展（Sus1）的最大值為0.413，最小值為-0.022，均值為0.074，說明不同企業(yè)之間的可持續(xù)發(fā)展能力存在較大差異，同時大部分企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力仍處于較低水平，有待進一步提高。企業(yè)金融化（Fin）的均值為0.251，中位數(shù)為0.212，表明存在相當一部分上市公司在樣本期間內投資了較大比例的金融資產(chǎn)。該結果與其他學者的同類研究大體一致（吳娜等，2019［26］）。調節(jié)變量內部控制質量（IC）的均值為0.666，處于較高水平，但是其標準差為0.115，說明不同企業(yè)的內部控制體系的建設存在較大差異。其余控制變量的分布均在合理范圍之內。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結果

續(xù)表

4.2 回歸分析

表3為式（1）和式（2）的OLS回歸結果，已有文獻通常根據(jù)一次項和二次項的回歸系數(shù)符號和顯著性水平來判斷變量之間的非線性關系，但缺乏對拐點取值范圍的驗證，若拐點超出了解釋變量的取值區(qū)間，那么二者屬于線性相關關系。為了增強結果的可靠性，借鑒Lind和Mehlum（2010）［27］提出的檢驗倒“U”型曲線關系的方法，即需要同時滿足以下三個條件：第一，企業(yè)金融化一次項（Fin）的估計系數(shù)α1顯著為正，二次項（Fin2）估計系數(shù)α2顯著為負。從列（2）可知，企業(yè)金融化與可持續(xù)發(fā)展能力的一次項回歸系數(shù)α1為0.096，二次項回歸系數(shù)α2為-0.097，均在1%的水平上顯著，符合第一個條件。第二，曲線端點的斜率明顯陡峭，即企業(yè)金融化取最小與最大值時的曲線斜率異號，在取最小值時斜率為正，反之亦然。由于企業(yè)金融化與可持續(xù)發(fā)展能力關系的曲線形態(tài)不受控制變量的影響，可將式（1）簡化為式（3）。在式（3）中，對函數(shù)求一階導數(shù)得曲線斜率，見式（4）。根據(jù)表2的描述性統(tǒng)計結果可知，企業(yè)金融化的最小值、最大值分別為0.030和0.753，當企業(yè)金融化取最小值時，曲線斜率（α1+2α2Finmin）為0.0902；當企業(yè)金融化取最大值時，曲線斜率（α1+2α2Finmax）為-0.0501，符合第二個條件。第三，曲線拐點（即對稱軸）位于企業(yè)金融化的取值區(qū)間。令式（4）等于0，算出曲線拐點，見式（5）。根據(jù)表4的回歸結果，代入數(shù)值能夠算出拐點等于0.4948，在企業(yè)金融化的取值范圍內，符合第三個條件。并且金融資產(chǎn)配置水平在拐點以上的企業(yè)約占比6.18%，其可持續(xù)發(fā)展能力處于較低水平，均值約為0.010。綜上所述，企業(yè)金融化與可持續(xù)發(fā)展能力之間滿足倒“U”型曲線關系。在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)成長性（Gro）、上市年限（Age）的估計系數(shù)顯著為正，說明規(guī)模越大、成長性越好且成立時間越長，企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力越強。監(jiān)事會規(guī)模（JP）的估計系數(shù)顯著為負，意味著當前監(jiān)事會的獨立性有待提高，其他變量的回歸結果均符合預期。

表3中的列（4）為式（2）的回歸結果,借鑒已有文獻的研究結論（Haans等，2016［28］；吳偉偉和張?zhí)煲唬?021［29］；徐露允等，2019［30］），在倒“U”型曲線中，二次交互項系數(shù)（IC*Fin2）為正，與式（1）中的企業(yè)金融化的二次項系數(shù)相反，說明曲線變得更加平緩，意味著有效的內部控制制度抑制了金融化對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響。為進一步探究內部控制質量發(fā)揮的調節(jié)效應，深入分析內部控制對于曲線整體水平的影響，借鑒朱丹和周守華（2018）［24］的研究思路，將高質量內部控制企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力記為SusH，將低質量內部控制企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力記為SusL，若（SusH-SusL）恒大于0，則表明內部控制質量的提高提升了曲線整體水平。式（6）列示了（SusH-SusL）的計算步驟，若函數(shù)f（Fin）=β3Fin+β4Fin2+β5在Fin取任意值時均大于0，則說明影響曲線整體水平。由于ICH-ICL＞0，則函數(shù)f（Fin）恒大于0需要滿足β4＞0且函數(shù)f（Fin）無實根，即滿足β32-4β4β5＜0。由表 3 中的列（4）可知，β4為 0.356＞0，β3為 -0.116，β5為 0.112，均在1%水平上顯著，代入數(shù)值計算得β32-4β4β5=-0.1460＜0，符合上述條件。因此，高質量內部控制提升了曲線的整體水平，即提升了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，表明內部控制發(fā)揮了有效的公司治理作用，以上結果驗證了本文假設2。

表3 企業(yè)金融化、內部控制與可持續(xù)發(fā)展能力的OLS回歸結果

考慮到可能有無法觀測的遺漏變量，如公司文化、領導風格等很難量化的因素，這些因素對于每個公司來說都有特定的取值，一般不隨時間變化，但卻與公司的財務指標有一定的相關性。為了盡可能減少回歸結果的偏差，本文運用個體固定效應模型。

表4為式（1）和（2）個體固定效應模型的回歸結果。式（1）是對金融資產(chǎn)配置水平與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間非線性關系的回歸分析，可以看到，金融資產(chǎn)配置水平與可持續(xù)發(fā)展能力之間存在著顯著的倒“U”型關系。計算得出，倒“U”型曲線的拐點為52.24%。

表4 企業(yè)金融化、內部控制與可持續(xù)發(fā)展能力的個體固定效應回歸結果

4.3 穩(wěn)健性檢驗

（1）改變企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的衡量方法

借鑒已有研究（靳曙暢，2019［31］），在考慮利益相關者的基礎上，替換企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的度量方式，企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力（Sus2）=凈資產(chǎn)收益率×收益留存率÷(1-凈資產(chǎn)收益率×收益留存率)。

回歸結果如表5所示，列（2）為式（1）的回歸結果，結合前文所述的驗證方法，倒“U”型關系需要滿足以下條件：第一，一次項系數(shù)α1為0.095，二次項系數(shù)α2為-0.094，分別在1%和5%水平顯著；第二，結合表2和表5代入數(shù)值可以得出，在企業(yè)金融化取最小值時的曲線斜率（α1+2α2Finmin）為0.0894，在企業(yè)金融化取最大值時的曲線斜率（α1+2α2Finmax）為-0.0466，符合曲線端點斜率的要求；第三，根據(jù)列（2）和式（5）可以算出，曲線拐點約為0.5053，在企業(yè)金融化取值范圍內。綜上所述，回歸結果依然表明企業(yè)金融化與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間呈現(xiàn)倒“U”型關系，支持本文假設1。

表5 改變企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力衡量方式的穩(wěn)健性檢驗結果

列（4）為式（2）的回歸結果，考察了內部控制的調節(jié)作用，二次交互項系數(shù)（IC*Fin2）為0.352，在1%水平顯著，根據(jù)Haans等（2016）［28］的研究結論可知，與式（1）中企業(yè)金融化的二次項系數(shù)相反，說明曲線變得更加平緩。關于對曲線整體水平的影響，可以看出，β4為0.352＞0，在1%水平上顯著；β3為-0.234，β5為0.112，均在1%水平上顯著，代入計算可得β32-4β4β5=-0.1029＜0。因此，高質量內部控制的企業(yè)提升了企業(yè)金融化和企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力曲線關系的整體水平，與前文回歸結果一致。

續(xù)表

（2）改變企業(yè)金融化的衡量方法

雖然應收款項等資產(chǎn)屬于流動性金融資產(chǎn)，但企業(yè)是為了日常經(jīng)營而持有，且不產(chǎn)生增值收益，故不應列為金融資產(chǎn)范疇（許罡和伍文中，2018［32］）。因此，借鑒吳娜和白雅馨（2019）［26］的做法，金融資產(chǎn)中不考慮應收股利和應收利息的金額。在計算企業(yè)金融化水平時，僅將其余項目進行回歸。

回歸結果如表6所示，列（2）為式（1）的回歸結果，運用前文所述的檢驗倒“U”型曲線的方法依次進行驗證，第一，α1為0.095，α2為-0.094，分別在1%和5%的水平上顯著；第二，結合表2和表6代入數(shù)值可以得出，在企業(yè)金融化取最小值時的曲線斜率（α1+2α2Finmin）為0.0892，在金融化最大值時的曲線斜率（α1+2α2Finmax）為-0.0496，符合端點斜率的要求；第三，結合表6和式（5）可以算出，曲線拐點約為0.4948，在金融化的取值范圍內。綜上所述，回歸結果依然支持本文假設1。列（4）為式（2）的回歸結果，二次交互項變量（IC*Fin2）系數(shù)為0.254，在1%水平上顯著，表明曲線變得更加平緩，與前文回歸結果一致。為進一步驗證其對曲線整體水平的影響，β4為0.254＞0，在1%水平顯著；β3為-0.183，β5為0.123，分別在5%和1%水平顯著，代入數(shù)值計算得β32-4β4β5=-0.0915＜0，以上結果依然支持本文假設2。

表6 改變企業(yè)金融化衡量方式的穩(wěn)健性檢驗結果

續(xù)表

4.4 內生性檢驗

前文已通過OLS回歸和穩(wěn)健性檢驗驗證了企業(yè)金融化與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的關系，然而二者之間可能存在內生性，可持續(xù)發(fā)展能力較弱的企業(yè)往往更可能采用激進的金融資產(chǎn)配置來彌補自身主營業(yè)務的不足。借鑒王紅建等（2017）［33］的做法，選擇投資收益與凈利潤之比作為工具變量。

回歸結果如表7所示，在第一階段回歸結果中，投資收益占比（IV）與企業(yè)金融化（Fin）的估計系數(shù)顯著為正。在第二階段回歸結果中，運用上文的方法依次進行驗證：首先，一次項系數(shù)α1為0.096，二次項系數(shù)α2為-0.097，分別在1%和5%水平上顯著；其次，結合表2和表7代入數(shù)值可以得出，在企業(yè)金融化取最小值時的曲線斜率（α1+2α2Finmin）為0.0902，在企業(yè)金融化取最大值時的曲線斜率（α1+2α2Finmax）為-0.0501，符合曲線端點斜率要求；最后，由表7和式（5）可以算出，曲線拐點約為0.4948，在金融化的取值范圍內。綜上所述，回歸結果與上文保持一致。

表7 工具變量法——投資收益占比檢驗結果

續(xù)表

5 進一步分析

5.1 金融資產(chǎn)的結構性特征

考慮到金融資產(chǎn)存在流動性上的差異，為了研究不同種類金融資產(chǎn)對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的影響是否存在差異，借鑒盛明泉等（2018）［34］的研究，根據(jù)流動性的差異，將其劃分為短期類和長期類金融資產(chǎn)，前者包括交易性金融資產(chǎn)、貨幣資金，其余項目均屬于長期類金融資產(chǎn)，本文預期配置更多流動性較差的長期資產(chǎn)更加不利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

回歸結果如表8所示，可以看出，企業(yè)金融化與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的倒“U”型曲線關系在企業(yè)配置長期金融資產(chǎn)時更顯著，根據(jù)前文所述的驗證方法，企業(yè)金融化取最小值與最大值時的曲線斜率分別為0.1087和-0.0923，拐點約為0.4209，表明企業(yè)將資源配置到資本運作和房地產(chǎn)市場等套利行為削弱了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。

表8 企業(yè)金融化對可持續(xù)發(fā)展能力影響的結構性特征

續(xù)表

5.2 內部控制五要素的調節(jié)作用

在COSO提出的內部控制框架下，內部控制由控制環(huán)境、風險評估、控制活動、信息溝通和內部監(jiān)督五要素構成，本文將進一步考察內部控制要素對企業(yè)金融化與可持續(xù)發(fā)展能力發(fā)揮的調節(jié)作用。

回歸結果如表9所示，可以看出，風險評估、信息溝通、內部監(jiān)督發(fā)揮了有效的調節(jié)作用，而其他兩個要素的回歸結果并不顯著，表明內部控制制度在執(zhí)行過程中仍存在缺陷，尤其是在控制環(huán)境和控制活動方面，缺乏必要的監(jiān)督機制，難以落實。具體而言，風險評估的二次交互項變量（IC*Fin2）系數(shù)β4為0.012，在5%水平上顯著。為進一步驗證其對曲線整體水平的影響，β3為-0.005，β5為0.108，分別在10%和1%水平顯著，代入數(shù)值計算得β32-4β4β5=-0.0052＜0。對于信息溝通，二次交互項變量（IC*Fin2）系數(shù)β4為0.032，在1%水平上顯著；β3為-0.015，β5為0.107，均在1%水平顯著，代入計算得β32-4β4β5=-0.0135＜0。對于內部監(jiān)督，二次交互項變量（IC*Fin2）系數(shù)β4為0.009，在1%水平上顯著；β3為-0.005，β5為0.110，均在1%水平顯著，代入數(shù)值計算得β32-4β4β5=-0.0039＜0。綜上所述，風險評估、信息溝通和內部監(jiān)督發(fā)揮了有效的調節(jié)作用，使得曲線變得更加平緩且整體水平上移。

表9 內部控制要素的進一步分析結果

續(xù)表

5.3 企業(yè)融資約束程度

實體企業(yè)投資金融資產(chǎn)需要資金支持，如果企業(yè)融資約束程度較高，償債能力較差，從外部獲取信貸資源的難度加大。在這種情況下，企業(yè)將有限的資金用于配置金融資產(chǎn)，則主營業(yè)務投資嚴重不足，不利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。因此，本文預期融資約束較嚴重的企業(yè)，金融化程度越高，越削弱企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。相反，企業(yè)的融資約束程度較低時，能夠及時獲得信貸資金滿足企業(yè)主業(yè)發(fā)展，對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響程度有限。借鑒黃賢環(huán)等（2018）［9］，采用SA指數(shù)衡量融資約束程度，SA 指數(shù)=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。對其取絕對值，該值越小，融資約束程度越低。本文將樣本按融資約束的年度中位數(shù)分為低融資約束組和高融資約束組進行分組檢驗。

如表10所示，在融資約束較高組，運用前文所述的方法進行驗證，首先，一次項系數(shù)α1為0.098，二次項系數(shù)α2為-0.112，分別在1%和5%水平上顯著；其次，結合表2和表10代入數(shù)值可得，在企業(yè)金融化取最小值和最大值時的曲線斜率分別為0.0913和-0.0707，符合端點斜率要求；最后，由表10和式（5）可以算出，曲線拐點約為0.4375，在企業(yè)金融化的取值范圍內。因此，企業(yè)金融化與可持續(xù)發(fā)展能力的倒“U”型關系在融資約束較高組中顯著，意味著在資源有限的情況下，在合理范圍內持有金融資產(chǎn)才有利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。而在融資約束較低組中，二者不存在顯著的相關關系。另外，內部控制發(fā)揮的調節(jié)作用僅在融資約束較高組中，二次項交互項變量（IC*Fin2）系數(shù)β4為0.510，在1%水平上顯著，說明當企業(yè)面臨嚴重的融資約束時，有效的內部控制更能發(fā)揮內部監(jiān)督作用；關于對曲線整體水平的影響，β4＞0，在1%水平上顯著；β3為-0.227，β5為0.132，分別在5%和1%水平顯著，代入計算得β32-4β4β5=-0.2178＜0，提升了曲線的整體水平。

表10 企業(yè)融資約束程度的進一步分析結果

續(xù)表

6 結論與啟示

本文基于2010-2019年我國A股上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，從內部投資角度分析企業(yè)金融化程度對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響，并探討了內部控制對兩者關系發(fā)揮的調節(jié)作用。與以往研究思路不同，以往研究大多集中于金融資產(chǎn)對企業(yè)短期發(fā)展層面的影響，如對企業(yè)績效、股價崩盤風險、風險承擔水平與短期競爭力等方面，本文從企業(yè)長期發(fā)展視角，探究其對可持續(xù)發(fā)展能力的影響，并充分考慮金融資產(chǎn)配置的雙重屬性，揭示金融資產(chǎn)規(guī)模在動態(tài)變化中對企業(yè)長期發(fā)展產(chǎn)生的影響。研究結果表明：企業(yè)金融化與可持續(xù)發(fā)展能力之間呈倒“U”型曲線關系，內部控制對企業(yè)金融化與可持續(xù)發(fā)展能力關系發(fā)揮調節(jié)作用，具體表現(xiàn)為使得倒“U”型曲線變得更加平緩，降低企業(yè)金融化對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響程度，并且內部控制質量高的企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的整體水平較高。因此，企業(yè)為有效提高其持續(xù)發(fā)展能力，需要在優(yōu)化資源配置的同時，做好內部控制體系建設工作。不同于以往研究，本文深入分析了內部控制五要素發(fā)揮的調節(jié)作用，進一步研究發(fā)現(xiàn)，這種調節(jié)作用僅存在于內部控制五要素中的風險評估、信息溝通和內部監(jiān)督要素中，而控制環(huán)境和控制活動并未起到有效的調節(jié)作用；企業(yè)金融化與其可持續(xù)發(fā)展能力的倒“U”型曲線關系在長期金融資產(chǎn)占比高、面臨嚴重融資約束的上市公司中更顯著。

結合本文研究結論，從上市公司和政府部門層面提出以下建議：

第一，上市公司應優(yōu)化資產(chǎn)結構，合理配置金融資產(chǎn)。在宏觀政策調控的基礎上，結合自身資金狀況和戰(zhàn)略目標，及時調整金融資產(chǎn)持有量，實現(xiàn)金融資產(chǎn)和經(jīng)營資產(chǎn)的良性循環(huán)，為企業(yè)的長遠發(fā)展積累資源，為企業(yè)可持續(xù)發(fā)展注入動力。

第二，公司應加強內部控制建設。公司為有效提高其持續(xù)發(fā)展能力，需要在推動其主營業(yè)務發(fā)展、優(yōu)化資源配置的同時，做好內部管理和監(jiān)督控制等相關工作，構建系統(tǒng)完善的內部控制制度體系，降低企業(yè)經(jīng)營與發(fā)展中的風險，確保企業(yè)高效運營和持續(xù)發(fā)展。準確地把握和分析企業(yè)內部控制的缺陷和不足，采取針對性的應對策略，提高企業(yè)內部控制和管理水平。由于不同產(chǎn)權性質的公司在內部控制建設方面存在的問題各異，因此本文針對不同公司類型提出有針對性的改進措施，具體分成中央企業(yè)、地方國企和民營企業(yè)三類。首先，對于中央企業(yè)而言，其內部控制治理結構不完善，內部控制環(huán)境薄弱，人治代替法治，董事會的監(jiān)督和制衡功能被嚴重削弱，并且管理鏈條長，信息傳遞不暢，集團母公司戰(zhàn)略難以落實等。企業(yè)管理層應當及時調整組織架構，構建更加扁平化的組織結構，建立良好的信息共享平臺和信息溝通系統(tǒng)。其次，對于地方國企而言，其不完善的法人治理結構對建立內部控制制度不夠重視。形式上設立董事會、監(jiān)事會和經(jīng)理層的組織架構，但并未發(fā)揮真正作用，存在董事會與黨委會權責不明的現(xiàn)象，并且缺乏專業(yè)素質強的內部控制人員，導致對內部控制理解不到位，不僅僅是不相容職務相分離、授權審批等，還有內部環(huán)境、風險評估、信息與溝通、內部監(jiān)督也是重要要素。因此，該類企業(yè)應當注重以人為本，加強職業(yè)素質教育，提高員工專業(yè)技能；實行獎懲并舉措施，完善激勵機制。最后，對于民營企業(yè)而言，為降低經(jīng)營成本，忽視職務分離，由出納擔任會計，造成監(jiān)守自盜。另外，控制環(huán)境不合理，企業(yè)股權集中度較高，風險評估不被重視，管理者經(jīng)營觀念落后，對風險因素認識不足，企業(yè)缺乏專業(yè)的風險評估機構。因此，企業(yè)需要科學設置機構崗位，權力分離，相互制衡，尤其是家族企業(yè)避免任人唯親。內部控制質量削弱了企業(yè)過度金融化與其可持續(xù)發(fā)展能力的負相關關系，意味著有效的內部控制體系在資源配置方面發(fā)揮重要作用。上市公司應在經(jīng)營管理的各個環(huán)節(jié)設計并實施完善的內部控制體系，不斷創(chuàng)造企業(yè)價值，實現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

第三，政府應完善資本市場監(jiān)管制度，構建現(xiàn)代金融體系。為了防止上市公司過度配置金融資產(chǎn)來實現(xiàn)短期利益最大化，導致積累經(jīng)濟泡沫，政府要不斷推進并深化金融體制改革，嚴格監(jiān)督并禁止公司利用金融市場進行投機行為，努力創(chuàng)造健康有序的資本市場。